La couverture du délai de carence des arrêts maladie en France

La couverture du délai de carence des arrêts maladie en France :
Déterminants et impact sur l’absentéisme
Catherine Pollak
DREES, Centre d’économie de la Sorbonne
[email protected]
Version provisoire (novembre 2013)1
Résumé :
Cet article propose une évaluation de l’efficacité et de l’équité des incitations financières dans
la régulation des absences au travail pour raison de santé en France. Il mobilise les données
des volets employeur et salariés de l’enquête PSCE 2009 pour analyser d’une part la prise en
charge du délai de carence par les employeurs et d’autre part l’impact du niveau de couverture
sur la probabilité et l’intensité de la sinistralité en termes d’arrêts maladie des salariés. La
stratégie d’estimation adoptée (probit bivarié) permet de neutraliser l’anti-sélection et d’isoler
l’effet propre de l’assurance sur l’absentéisme (aléa moral) au regard de nombreux autres
facteurs (caractéristiques sociodémographiques, conditions de travail, état de santé). Les
résultats indiquent qu’un délai de carence non indemnisé peut contribuer à réduire la
probabilité de sinistralité des arrêts maladie, mais en accroît l’intensité. Les inégalités de
couverture entre salariés se cumulent avec des inégalités de conditions de travail avec une
prévoyance complémentaire plus répandue dans les grandes entreprises et les secteurs à haute
valeur ajoutée. La négociation collective ne permet que partiellement de compenser la place
importante de la prévoyance facultative dans la gestion de ce risque. Si les incitations
financières ne semblent pas constituer un instrument de régulation efficace des arrêts maladie,
il existe d’importantes marges de manœuvre de réduction de l’absentéisme par l’amélioration
des conditions de travail.
Mots-clés : absentéisme, aléa moral, prévoyance, probit bivarié, modèle de comptage
JEL : I13, J22, J28, C31
1
Les points de vue et opinions exprimés dans cette étude doivent être considérés comme propres à leur auteur ne
sauraient en aucun cas engager la DREES
1
1. Introduction
L’introduction d’un jour de carence pour les congés maladie ordinaires dans la
fonction publique (LFSS 2012), puis l’annonce de sa suppression2, ont ravivé le débat sur
l’efficacité des incitations monétaires dans la lutte contre l’absentéisme en France. Afin
d’optimiser la couverture des arrêts maladie, le législateur se trouve confronté à un arbitrage
classique de l’assurance sociale ; celui de protéger contre le risque de perte de revenus en cas
d’incapacité temporaire de travail tout maîtrisant l’aléa moral afin de contenir les dépenses
sociales.
Les incitations monétaires, à l’instar des délais de carence dans le domaine de la
couverture des arrêts maladie, sont une des voies habituellement privilégiées pour maitriser
l’aléa moral. Cependant, peu de travaux empiriques ont à ce jour permis de valider leur
efficacité sur les comportements d’absentéisme. De plus, les incitations monétaires ne sont
pas une panacée pour l’assurance sociale. En effet, le système de protection sociale doit
également composer avec des objectifs de santé publique, et le fait que l’assurance accroisse
la consommation peut être en partie souhaitable. L’aléa moral n’est donc pas forcément
néfaste. En d’autres termes, l’assurance optimale des arrêts maladie devrait décourager
l’absentéisme « injustifié » sans pour autant pénaliser les arrêts « justifiés » par l’état de santé.
Dans ce cadre, les incitations monétaires pourraient avoir comme effet néfaste d’inciter au
présentéisme (soit le fait de venir travailler en étant malade), lui-même source de coûts
indirects (ex : contagion, perte de productivité, dégradation de l’état de santé découlant in fine
sur des arrêts plus longs). Enfin, l’équité des incitations est complexe à appréhender du fait de
la place prépondérante de la prévoyance dans la gestion de ce risque. Le système de
couverture des arrêts maladie en France repose sur une architecture d’indemnisation à trois
niveaux (1/ couverture de base de la sécurité sociale, 2/ couverture complémentaire
obligatoire prévue par la loi de mensualisation, 3/ couverture complémentaire conventionnelle
ou facultative d’entreprise), dont seul le premier est du ressort de l’assurance maladie
obligatoire, les deux derniers relevant de la prévoyance collective (graphique 1).
2
http://www.gouvernement.fr/gouvernement/prochaine-suppression-de-la-journee-de-carence-dans-lafonction-publique
2
Graphique 1. La prise en charge des arrêts maladie des salariés du privé
%
Salaire
Salaire brut
de référence
90%
≥ 90% du salaire journalier de base
Indemnités journalières versées
par l’organisme de prévoyance
66%
≥ 66% du salaire journalier de base
Complément de salaire versé par l’employeur
(loi de mensualisation)
50%
= 50% du salaire journalier de base
Indemnités journalières versées par la sécurité sociale
4e j.
8e j.
38e j.
68e j. Durée de l’arrêt
Exemple d’articulation entre les trois niveaux d’indemnisation. Cas d’un salarié ayant entre 1 et 5 ans
d’ancienneté, dont la convention collective ne prévoit pas de disposition particulière concernant les
obligations de l’employeur au titre de la mensualisation.
Source : CTIP
Ainsi, alors que les indemnités journalières du régime général n’interviennent qu’à
l’issue d’un délai de carence de trois jours, les deux tiers des salariés du privé bénéficient
toutefois d’une couverture partielle ou totale des trois premiers jours d’arrêt par le biais de la
prévoyance d’entreprise (Perronnin et al., 2012).
Il existe à ce jour très peu d’évaluations de l’efficacité des incitations financières dans la
régulation des arrêts maladie en France. L’objet de cette étude est d’en proposer une
évaluation à travers une analyse du délai de carence des arrêts maladie des salariés du secteur
privé. D’une part, elle soulève les enjeux d’équité liés à la régulation des arrêts maladie par ce
type d’incitations monétaires en analysant les disparités de couverture entre salariés. D’autre
part, elle propose une évaluation de l’efficacité de l’incitation financière que constitue le délai
de carence en mettant en évidence l’impact de sa prise en charge sur l’absentéisme. Cette
étude mobilise les données de l’enquête Protection sociale complémentaire d’entreprise
(PSCE, 2009) qui permet de disposer de données fines sur le niveau de couverture
complémentaire pris en charge par la prévoyance d’entreprise, et dont le double volet - portant
à la fois sur les salariés et les entreprises - permet d’étudier conjointement les comportements
des entreprises et des salariés.
3
2. Revue de littérature
La littérature économique sur les liens entre niveau d’indemnisation et absentéisme est
abondante. La modélisation théorique standard suppose que la propension à l’absentéisme
dépend directement du coût d’opportunité des absences et du risque de sanctions. Ainsi, dans
le modèle d’absentéisme d’Allen (1981) qui repose sur une représentation standard de l’offre
de travail arbitrant entre travail et loisir, les agents sont incités à s’absenter lorsque leur temps
de travail contractuel dépasse le temps de travail désiré. L’absentéisme sera d’autant plus
faible que les pénalités associées seront élevées, que ce soit en termes de pertes de revenus ou
de sanctions (moindres promotions salariales par exemple). Si l’on suppose que l’effet de
substitution domine l’effet revenu, un salaire plus élevé accroit le coût d’opportunité des
absences, et sera associé à un moindre absentéisme. Toutefois, si l’indemnisation en cas
d’absence est égale au salaire, l’effet de substitution disparait : dans ce cas, l’absentéisme
devrait être croissant avec le niveau de salaire du fait de l’effet revenu (pas de perte de
revenus pour un temps de travail diminué) (Dione, Dustie, 2007). Le modèle de Shapiro et
Stiglitz (1984) se place quant à lui dans un cadre de principal-agent où en situation
d’asymétrie d’information les employeurs proposent un salaire d’efficience pour réduire leurs
coûts de contrôle et accroître l’effort et l’assiduité de leurs salariés (Barmby et al., 1994).
Afin de mieux distinguer les absences volontaires et involontaires, Ose (2005) enrichit ce
modèle par l’introduction explicite des conditions de travail, ce qui conduit à prédire un
absentéisme plus élevé lorsque les conditions de travail sont insuffisamment compensées par
le salaire. Les principaux modèles théoriques prédisent donc une réduction du taux d’absence
lorsque le salaire augmente relativement à l’indemnisation des arrêts maladie, ce qui peut
justifier l’introduction d’incitations monétaires pour réduire l’absentéisme. La réduction de
l’indemnisation risque toutefois de favoriser le présentéisme, lui-même source de coûts
indirects pour l’entreprise : la prise en compte des coûts associés au présentéisme permet
d’expliquer que les entreprises couvrent souvent les absences de leurs salariés au-delà de leurs
obligations légales et conduit à préconiser un niveau d’indemnités strictement inférieur au
salaire mais aussi strictement positif (Chatterji, Tilley, 2002).
Les résultats de la littérature empirique sont contrastés. Dans la plupart des travaux
que nous avons pu recenser, le salaire est effectivement négativement corrélé à l’absentéisme,
(cf. Allen, 1981, et Barmby et al., 1991, sur données américaines ; Winkelman, 1999, sur
données allemandes ; Dione, Dustie, 2007, sur données canadiennes ; Ose, 2005, sur données
norvégiennes ; Barmby et al., 1995, sur données anglaises). Toujours conformément aux
modèles théoriques, certaines études observent que le salaire joue un rôle moindre sur le
niveau d’absence pour les individus bénéficiant d’une indemnisation en cas d’absence (Allen,
1981), et qu’il peut avoir un effet positif sur l’absentéisme lorsque l’indemnisation est totale
4
(Böckerman, Ilmakunnas, 2008, sur données finlandaises). Cependant, les élasticités
observées sont relativement faibles, et le sens de la causalité est équivoque : ces résultats
peuvent confirmer l’hypothèse d’un effet de substitution dominant l’effet revenu (sauf lorsque
les absences sont indemnisées totalement), mais la corrélation observée pourrait aussi être due
à un effet de sélection (les salariés plus assidus étant plus susceptibles d’accéder à des niveaux
de rémunération plus élevés et d’avoir de meilleures promotions). De plus, le fait de ne pas
contrôler des conditions de travail contribue probablement à surestimer l’effet du salaire sur
les absences (Ose, 2005). Il semble donc que ces résultats ne permettent pas de trancher sur le
rôle des incitations financières sur l’absentéisme. De plus, la sensibilité aux incitations
financières pourrait varier selon le sexe. Plusieurs études trouvent que contrairement aux
hommes, l’effet du salaire est non significatif voire positif chez les femmes (ChaupainGuillot, Guillot, 2010, sur données européennes ; Ben Halima, Regaert, 2013, sur données
françaises), et que leur sensibilité au niveau d’indemnisation est plus faible (Johansson et
Brännäs, 1998, sur données suédoises). De leur coté, Henrekson et Persson (2004) concluent à
l’effet inverse après avoir observé auprès des femmes une plus grande élasticité de
l’absentéisme aux réformes modifiant le niveau d’indemnisation en Suède. La question de
l’impact du niveau d’indemnisation sur l’absentéisme a également été largement abordée par
des études comparatives. Sur données agrégées, les index nationaux de générosité du système
d’indemnisation apparaissent comme un des principaux facteurs explicatifs des écarts
d’absentéisme pour maladie dans les pays de l’OCDE (Osterkamp, Röhn, 2007). Les études
comparatives sur données individuelles trouvent également un effet significatif du niveau de
générosité du système de protection sociale sur l’absentéisme, mais l’effet du cadre
institutionnel apparaît moins important que celui des caractéristiques individuelles (Frick,
Malo, 2008), voire n’est significatif que certaines années (Chaupain-Guillot, Guillot, 2009).
Enfin, certaines études font profit des changements législatifs pour analyser l’impact de la
générosité de l’indemnisation sur l’absentéisme. On peut citer notamment l’étude de Ziebarth
et Karlson (2010), qui montre qu’une réforme de réduction du taux d’indemnisation en
Allemagne a conduit à réduire l’absentéisme, ou celle de Henrekson et Persson (2004) selon
laquelle les réductions (resp. augmentations) du niveau de générosité de l’indemnisation en
Suède sur longue période réduisent (resp. augmentent) le nombre moyen de jours d’absence.
Une autre étude suédoise, évaluant l’impact d’une mesure de réduction de la générosité de
l’indemnisation, trouve effectivement qu’elle s’est suivie d’une réduction de l’occurrence des
arrêts courts, mais soulève que celle-ci s’est toutefois combinée avec une augmentation des
arrêts longs (Johansson, Palme, 2005). Voss et al. (2001), dont l’étude évalue les effets de
l’introduction d’un jour de carence en Suède en 1993, arrivent à un résultat similaire : si cette
mesure a permis de réduire l’incidence des arrêts maladie des salariés de la Poste, elle a
contribué néanmoins à en allonger la durée. En comparant l’évolution de l’absentéisme avant
et après la loi de mensualisation de 1978 (concernant l’indemnisation des arrêts de plus de 11
jours) en France avec celle observée en Alsace-Moselle qui disposait déjà d’un régime
5
d’indemnisation plus favorable, Chemin et Wasmer (2008) montrent que le taux
d’absentéisme est marginalement plus élevé avec une indemnisation plus généreuse.
Cette étude vise à combler certaines lacunes de la connaissance sur les effets incitatifs
des régimes d’indemnisation sur l’absentéisme. Sa contribution à la littérature est triple :
Premièrement, très peu d’études françaises ont pris en compte le niveau d’indemnisation des
arrêts maladie et à notre connaissance, aucune n’a évalué l’effet du délai de carence. A défaut
de données sur le niveau de prise en charge des arrêts maladie des salariés, la sensibilité de
l’absentéisme à son indemnisation été estimé jusqu’alors de façon indirecte, soit à l’aide
d’index de générosité nationaux (op. cit), soit à travers des proxys du niveau de couverture
portant sur le type d’emploi (être en CDI, bénéficier d’une bonne sécurité de l’emploi, et
d’une complémentaire santé d’entreprise) (Grignon, Renaud, 2007) ou le salaire (Ben Halima,
Regaert, 2013). Seule la stratégie d’estimation de Chemin et Wasmer (op. cit) permet de
s’affranchir de cette nécessité, en utilisant un cadre d’expérience naturelle qui conduit à
exploiter la variabilité de couverture entre l’Alsace-Moselle et le reste de la France sans que le
niveau réel d’indemnisation n’ait besoin d’être connu. L’enquête PSCE est la première à
recueillir le niveau des garanties de prévoyance auprès d’un échantillon représentatif
d’entreprises, et à fournir des données sur le niveau d’indemnisation des salariés en cas d’arrêt
maladie. Dans cette étude, nous nous intéressons en particulier aux garanties concernant la
prise en charge du délai de carence (les trois premiers jours d’arrêt). Ce choix se justifie par
son intérêt en termes de politiques publiques : le délai de carence constitue une incitation
monétaire visant à réguler les « petits risques » (les arrêts courts) ; la régulation des « gros
risques » (les arrêts longs) reposant davantage sur le contrôle. Comme en témoigne la journée
de carence dans la fonction publique, cette forme de régulation des arrêts courts dépasse le
champ de l’assurance sociale des salariés du privé. La prise en charge de délai de carence
constitue également un enjeu important d’équité entre les assurés sociaux, puisqu’elle relève
du libre choix des entreprises (la loi de mensualisation, imposant une couverture
complémentaire aux entreprises, ne concerne en 2009 que les arrêts supérieurs à 7 jours). La
répartition de cette couverture entre salariés est encore largement méconnue, ce qui nous
amène à étudier dans un premier temps les déterminants de l’offre de cette couverture
complémentaire afin de soulever les enjeux d’équité de ce dispositif.
Deuxièmement, alors que se développe une littérature sur les déterminants de
l’absentéisme, aucune étude n’a jusqu’à ce jour étudié conjointement l’effet des
caractéristiques individuelles, de l’emploi, et de l’indemnisation sur le recours aux arrêts
maladie. Ainsi, si les travaux récents ont mis en évidence le rôle important de certaines
caractéristiques de l’emploi (Ben Halima, Debrand, 2011, Missègue, 2007) et des conditions
de travail (Afsa, Givord, 2009, Inan, 2013), l’interprétation de ces effets demeure délicate
dans la mesure où les variables d’intérêt utilisées (ex : salaire ou contrat de travail) peuvent
être à la fois des proxys des conditions de travail, du niveau de couverture, et de la sécurité de
l’emploi. Or l’évaluation de l’efficacité des incitations monétaires nécessite de pouvoir isoler
6
l’effet propre du niveau d’indemnisation des autres caractéristiques de l’emploi, afin de ne pas
imputer l’effet de l’incitation financière à un effet de qualité de travail. De la même façon,
l’effet des caractéristiques individuelles (ex : sexe, âge, configuration familiale) peut à la fois
révéler des écarts de santé et l’hétérogénéité des préférences. Notre étude contribue à cette
littérature sur les déterminants de l’absentéisme en distinguant, au sein des caractéristiques
individuelles, l’effet propre de l’état de santé et des caractéristiques sociodémographiques, et
au sein des caractéristiques liées à l’emploi, celui de la sécurité de l’emploi, des conditions de
travail, et du niveau de couverture.
Enfin, cet article contribue à la littérature d’économie appliquée sur l’assurance santé,
en isolant l’aléa moral par une stratégie de recherche permettant de gérer des effets potentiels
d’anti-sélection. Dans le cadre assurantiel, l’aléa moral reflète l’incidence de l’assurance sur
la consommation de soins (que celle-ci soit justifiée ou non), soit ici l’incidence de la
couverture du délai de carence sur le recours aux arrêts maladie. La difficulté pour identifier
cet effet causal tient à la présence potentielle d’anti-sélection, à savoir le fait que les individus
peuvent choisir stratégiquement leur niveau d’assurance en fonction de leur risque anticipé,
auquel cas leur consommation de soins sera la cause plus que la conséquence de leur niveau
d’assurance. La prise en compte de l’anti-sélection est d’un enjeu majeur dans le domaine de
la consommation de soins et de l’assurance santé complémentaire (Geoffard, 2000, Gardiol et
al., 2005, Albouy, Crépon, 2007). Contrairement à l’assurance complémentaire santé, la
prévoyance complémentaire peut être supposée comme largement exogène au niveau de
risque individuel. En effet, la prévoyance complémentaire ne relève pas d’un choix individuel
puisqu’elle est souscrite à titre collectif par l’entreprise. De plus, en situation d’asymétrie
d’information sur la prise en charge des arrêts maladie proposée par les entreprises, et dans un
contexte de marché du travail tendu, on peut raisonnablement faire l’hypothèse que l’offre de
travail n’est pas en mesure de choisir son niveau d’assurance. En toute rigueur, on peut
néanmoins supposer la présence d’anti-sélection subsistante, soit parce que les salariés
anticipant un absentéisme élevé se sélectionnent dans les entreprises proposant une meilleure
assurance prévoyance, soit parce que le niveau de couverture proposé par les employeurs
pourraient être lié à l’état de santé de la main d’œuvre3. Afin de contrôler d’effets d’antisélection, la stratégie de recherche privilégiée en l’absence de données d’expérience
naturelle (cf. Chiappori, Durand, Goeffard, 1998) consiste à estimer simultanément la
consommation de soins et le niveau d’assurance, et d’instrumenter cette dernière variable
potentiellement endogène (Albouy, Crépon, 2007). C’est le choix qui est fait dans la présente
étude.
3. Stratégie empirique
3
Il est néanmoins complexe de déterminer a priori si un employeur ayant une main d’œuvre en mauvaise santé
a intérêt à mieux ou moins bien la couvrir en cas d’arrêt maladie.
7
Les données utilisées pour l’estimation empirique proviennent de l’enquête PSCE
2009 qui porte sur la complémentaire santé et à la prévoyance d’entreprise (Perronnin et al.,
2012). Le volet « établissements » comprend 1.782 établissements en France métropolitaine,
du secteur privé non agricole, et employant au moins un salarié. 78% des établissements ont
renseigné le niveau de prise en charge du délai de carence (N=1.387). Parmi eux, 61%
déclarent indemniser les trois premiers jours d’absence pour tout ou partie de leurs salariés.
Sauf exception, la prise en charge du délai de carence est soit totale (100% du salaire), soit
nulle : seuls 2% des établissements déclarant couvrir tous les salariés de la même façon
proposent une indemnisation partielle (entre 50 et 99% du salaire) (voir tableau 3 en annexe
pour la description de l’échantillon). Le volet « salariés » se compose de 2.739 salariés
échantillonnés parmi les établissements sélectionnés dans le premier volet de l’enquête. 32%
d’entre eux déclarent avoir pris au moins un arrêt de travail prescrit par un médecin au cours
des 12 derniers mois4. En appariant les deux volets, on peut attribuer un niveau de prise en
charge du délai de carence à 87% des salariés de l’enquête (N=2.375)5, que ceux-ci aient eu
un arrêt ou non (voir tableau 4 en annexe pour la description de l’échantillon).
Dans un premier temps, nous nous intéressons aux disparités de prise en charge du
délai de carence des salariés du privé en France. L’estimation des déterminants de l’offre de
cette assurance peut être écrite de la façon suivante :
[1]
Où
est la variable latente associée à la décision de l’employeur j de proposer une
assurance du délai de carence des salariés,
la variable dichotomique associée (prenant la
valeur 1 lorsqu’il existe une indemnisation au moins égale à 50% du salaire au cours des trois
premiers jours d’arrêt), δ l’ensemble des paramètres estimant l’effet des caractéristiques
l’établissement, et
le terme d’erreur. Les caractéristiques
de
de l’établissement sont des
données administratives portant sur les données sociales des établissements (DADS) : effectif,
salaire net moyen, secteur d’activité, région, composition de la main d’œuvre en termes de
catégories socioprofessionnelles, de sexe, d’âge, et de contrats de travail.
Dans un second temps, nous cherchons à estimer l’impact de la prise en charge du
délai de carence sur l’absentéisme des salariés. Formellement :
[2]
4
A titre de comparaison, la part de salariés français s’étant absentés au moins un jour dans l’année est de 37%
dans l’enquête européenne sur les conditions de travail de 2010 qui comptabilise les « absences pour raison de
santé », que celles-ci aient été ou non prescrites par un médecin, et, selon les sources, de l’ordre de 20% dans
l’échantillon de la base de données HYGIE (année 2005) qui contient uniquement les arrêts indemnisés par la
sécurité sociale (données CNAMTS).
5
Ce faisant, nous veillons à ce que le niveau de prise en charge déclaré par l’employeur s’applique bien à la
catégorie socioprofessionnelle du salarié. Néanmoins, comme les établissements ne déclarent que la prise en
charge pour un cas-type de salarié ayant 5 ans d’ancienneté, cette variable n’est qu’un proxy de la couverture
pour les salariés ayant moins de 5 ans d’ancienneté (soit 35% de l’échantillon des salariés).
8
Où
est la variable latente associée à l’absentéisme,
la variable dichomotique associée
(prenant la valeur 1 si le salarié a pris au moins un jour d’arrêt prescrit par un médecin au
cours des 12 derniers mois). Les paramètres
estiment l’effet des caractéristiques
du
salarié i : caractéristiques individuelles (âge, sexe, niveau de diplôme, composition familiale),
état de santé (santé perçue, limitations physiques, affection de longue durée, maladies
chroniques), caractéristiques d’emploi (contrat de travail, ancienneté, catégorie
socioprofessionnelle, temps de travail, salaire), conditions de travail (satisfaction en emploi,
conditions de travail psycho-sociales, expositions présentes et passées à des pénibilités
physique), et proxys de l’environnement (région de résidence, taux de chômage
départemental).
Sous hypothèse d’anti-sélection où les salariés choisiraient stratégiquement leur
entreprise en fonction de l’indemnisation complémentaire des arrêts maladie qui y est
proposée, le niveau de couverture pourrait lui-même dépendre du niveau de risque individuel,
et
serait alors endogène. A l’instar de Holly et al. (1998), on contrôle de l’antisélection en
estimant simultanément le niveau de consommation et le niveau d’assurance, soit le système :
[2]
[3]
Où le niveau d’assurance du salarié M peut dépendre – conformément à l’hypothèse d’antisélection - à ses facteurs de risques observés
et inobservés
(équation [3]). L’ensemble
des variables du vecteur X sont identiques dans les équations [2] et [3]. Nous intégrons
comme variables d’exclusion l’ensemble de caractéristiques
de l’entreprise qui peuvent
contribuer à expliquer la prise en charge par l’employeur du délai de carence (cf. équation
[1]). Ces variables servent d’instrument puisqu’il n’y a pas de raison de penser que les
caractéristiques de l’entreprise influencent le recours aux arrêts maladie des salariés à état de
santé, conditions de travail, et autres caractéristiques individuelles données6.
Le probit bivarié nous conduit à postuler une distribution bivariée normale des résidus,
tout en autorisant leur corrélation
, soit:
Toutefois, le test de corrélation des résidus n’est pas significatif. Ceci indique que les
salariés ne forgent pas d’anticipation de leur recours aux arrêts maladie à partir de
6
Inan (2013) montre par exemple que les différences sectorielles ne sont plus significativement associées à
l’absentéisme des salariés une fois que l’on contrôle de leurs conditions de travail. Les résultats de nos tests de
robustesse vont dans le même sens : la taille et le secteur de l’entreprise, qui sont fortement associées à la
prise en charge du délai de carence, n’ont pas d’effet significatif sur la sinistralité.
9
caractéristiques inobservables qui les pousseraient à se sélectionner davantage vers des
entreprises proposant une meilleure prise en charge7.
Par ce modèle, nous estimons l’impact de la couverture du délai de carence sur la
probabilité d’avoir au moins un arrêt maladie au cours des 12 derniers mois. Cette variable
dichotomique mesure la probabilité de sinistralité des arrêts maladie. Nous souhaitons
compléter cette analyse en estimant l’impact de la couverture sur son intensité. Nous nous
intéressons donc dans cette dernière étape de l’estimation au nombre de jours d’arrêts de
travail cumulés. La mesure de l’absentéisme dans le questionnaire de PSCE consiste à
demander aux salariés leur nombre de jours d’arrêts de travail prescrits par un médecin au
cours des 12 derniers mois. Elle ne permet donc pas de distinguer l’occurrence des arrêts
maladie de leur durée. Nous avons ici recours à un un modèle de comptage sur le nombre de
jours cumulés d’arrêts maladie au cours des 12 derniers mois. Etant donné la distribution de la
variable dépendante (voir tableau 5 en annexe), qui se caractérise par un excès de zéros (deux
tiers des salariés n’ayant aucun arrêt maladie dans l’année) et une surdispersion (avec une
variance supérieure à la moyenne), nous implémentons un modèle de comptage de type
négatif binomial à inflation de zéros (ou zero inflated negative binomial model - ZINB)8.
Cette distribution de l’absentéisme est habituelle et les modèles à inflations de zéros sont
couramment utilisés dans les études sur les déterminants de l’absentéisme (Campolieti, 2002,
Böckerman, Ilmakunnas, 2008). Ce modèle permet d’envisager que le fait de n’avoir aucun
arrêt maladie dans l’année peut résulter de deux processus différents : celui de n’être jamais
malade, et celui d’avoir été malade mais de ne pas avoir pris d’arrêt maladie. Il consiste à
estimer, dans une première étape, la probabilité d’appartenir à l’un ou l’autre de ces groupes.
Ainsi, la probabilité d’appartenance au premier groupe des « jamais malades » (que nous
appelons le régime A) est estimée par un logit en fonction des facteurs explicatifs Z (aussi
appelées variables d’inflation). Cette première estimation modélise l’excès de zéros (la
variable dépendante valant toujours 0 pour ce groupe):
[4]
Nous estimons ensuite la durée des arrêts maladie des individus appartenant à l’autre
régime, celui des individus susceptibles d’avoir été malades. Parmi eux, certains ont eu un
arrêt maladie, mais d’autres ont pu ne pas avoir d’arrêt de travail pendant l’année tout en étant
malades (présentéisme). Pour les individus de ce régime, la probabilité de la durée d’arrêt
(comprise entre 0 et 365) est déterminée par une régression binomiale négative,
conditionnellement à leur appartenance au groupe des individus susceptibles d’avoir été
7
Nous ne présenterons pour ce modèle (2) que les résultats de la première équation, la seconde ne servant
qu’à contrôler de l’anti-sélection.
8
Le test de Vuong confirme que le modèle ZINB est mieux adapté à ces données qu’un modèle négatif binomial
standard. Nous vérifions également que le modèle ZINB est mieux adapté qu’un modèle de Poisson à inflations
de zéros.
10
malades (A=0) et aux variables explicatives X (qui sont, dans le cas présent, les mêmes que
les variables Z).
En pondérant ces probabilités par l’appartenance des individus à chaque régime on
obtient une probabilité de durée :
lorsque
lorsque
Avec pour espérance:
Nous ne présentons pour ce troisième modèle que les résultats du second niveau de
l’estimation puisque nous nous intéressons à la durée de leurs arrêts, et que les résultats du
premier niveau de l’estimation reflétant la probabilité de ne pas avoir été malade (excès de
zéros) ne servent qu’à déterminer l’appartenance au régime qui nous intéresse et sont
logiquement assez similaires aux résultats du modèle 2. Dans la mesure où le modèle 2
indique que la prise en charge du délai de carence n’est pas endogène, nous n’instrumentons
pas le niveau d’assurance dans ce modèle puisque l’anti-sélection semble suffisament bien
prise en compte par les variables de contrôle.
4. Résultats
D’après l’enquête PSCE 2009, environ 60% des établissements dépassent leurs
obligations légales en prenant en charge l’indemnisation de leurs salariés au cours des trois
premiers jours d’absence pour maladie, ce qui correspond à environ deux tiers des salariés
français du secteur privé couverts. Au sein des établissements, la prise en charge n’est que très
rarement différenciée selon les catégories socioprofessionnelles des salariés (moins de 5% des
établissements, cf. Perronnin et al., 2012). Nos estimations sur les déterminants de l’offre
indiquent toutefois que cette couverture est inégalement répartie entre établissements (tableau
1).
Tableau 1. Déterminants de la prise en charge du délai de carence par les établissements
Modèle 1
Taille de l'établissement
Secteur d’activité
Prise en charge
du délai de carence
Probit
ME
Std. err
Ref : 10 à 49 salariés
0 à 9 salariés (Є à une grande entreprise)
0 à 9 salariés (Є à une petite entreprise)
50 à 249 salariés
Plus de 250 salariés
Ref : Construction
Industrie
Commerce
Finance, info-com, immobilier
11
0,115
-0,145***
0,123***
0,143*
0,077
0,033
0,042
0,069
0,084*
0,030
0,185***
0,044
0,049
0,055
Part de femmes
Taux de CDI
Pyramide des âges
PCS
Salaire moyen
Région
Activités spécialisées
Administration publique, enseignement,
Autres
activités
de service
santé, action
sociale
% de femmes
% de CDI
Ref : % moins de 33 ans
% 33 à 42 ans
% 43 à 52 ans
% 53 ans et plus
Ref : % ouvriers
% de cadres
% de prof. intermédiaires
% d’employés
% de chefs
Ref: Q1
Q2
Q3
Q4
Q5
Ref : Bassin parisien
Nord
Ile de France
Est
Ouest
Sud-ouest
Centre-est
Méditerranée
DADS manquant
0,176***
0,128**
0,267***
-0,001*
0,001**
0,050
0,059
0,042
0,001
0,001
0,001
0,001
0,002**
0,001
0,001
0,001
0,000
0,001
-0,001
0,003
0,001
0,001
0,001
0,002
0,011
-0,008
0,066
0,190***
0,047
0,049
0,049
0,048
-0,009
-0,077
0,194***
0,003
-0,096
-0,034
-,031
0,227***
0,63
259,21
0,00
0,14
-794,87
1.387
0,067
0,053
0,044
0,050
0,053
0,049
0,054
0,057
Contrôle
Pred. Pr
LR chi2
Prob>chi2
Pseudo R2
Log Likelihood
N
Note : * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01
Champ : Établissements du secteur privé ayant renseigné le niveau de prise en charge des salariés au cours des
trois premiers jours d’absence pour maladie.
Source : PSCE 2009, calculs de l’auteur
Ainsi, la propension à offrir une indemnisation au cours du délai de carence est nettement
plus élevée parmi les grands établissements ou les petits établissements appartenant à une
grande entreprise. Au-delà de cet effet de taille, le secteur d’activité joue également un rôle
très important. Les établissements appartenant aux secteurs du commerce et de la construction
sont moins susceptibles de couvrir leur salariés que les établissements de l’industrie et surtout
des autres activités de service (finance, information et communication, immobilier ; activités
spécialisées ; administration publique et enseignement ; autres). Ainsi, malgré des
conventions collectives relativement favorables dans le BTP, ce secteur ne se distingue pas
par une meilleure couverture effective de ses salariés comparé à plusieurs autres secteurs.
Ceci semble indiquer que les conventions collectives de branche permettent d’imposer une
couverture minimale dans des secteurs où les salariés sont effectivement moins bien couverts.
Les établissements des secteurs à forte valeur ajoutée ont tendance quant à eux à mieux
prendre en charge la prévoyance de leurs salariés y compris en l’absence d’accords de
12
branche contraignants. De fait, les établissements où le salaire net moyen est le plus élevé,
sont aussi ceux où la couverture des arrêts maladie est meilleure. En revanche, la composition
de la main d’œuvre, que ce soit en termes d’âge, de sexe, de contrat de travail ou de CSP, ne
semble que marginalement influencer la décision des employeurs. Enfin, nos résultats
n’indiquent pas de disparités géographiques de couverture, puisque seuls les établissements de
la région Est se distinguent des autres, ce qui peut s’expliquer par les dispositions spécifiques
de la loi de mensualisation pour le régime Alsace-Moselle qui prévoient une obligation de
maintien de salaire dès le premier jour d’absence.
Tableau 2. Déterminants de l’absentéisme pour raison de santé des salariés
Probabilité de sinistralité
Intensité de sinistralité
(probabilité d’avoir au moins un arrêt
au cours des 12 derniers mois)
(espérance de la durée
d’arrêts cumulée au
cours des 12 derniers
mois)
Modèle 3
Binomial négatif à
inflation de zéros
IRR
Std.err.
Modèle 2
Probit bivarié
Marg. eff.
Prise en charge du délai de carence
Age
Réf : < 30 ans
30 à 39 ans
40 à 49 ans
50 à 59 ans
> 60 ans
Sexe
Réf : Homme
Femme
Situation du ménage Réf : Célibataire seul
Couple
Célibataire+ enfants/autres
Couple + enfants/autres
Ancienneté
Réf : > 5 ans
< 1 an
1 à 3 ans
3 à 5 ans
Contrat de travail
Réf : CDI
CDD
Apprentissage
Temps de travail
Réf : Temps partiel
Temps plein
CSP
Réf : ouvrier
Employé
Profession intermédiaire
Cadre
Chef d’entreprise
Niveau de diplôme
Réf : IV. BAC
VI. Élémentaire
V. BEP, CAP
III. Bac +2
II et I: Supérieur
Région de résidence Réf : Bassin parisien
Nord
Coef.
Std.err.
0,017
0,049
0,210
0,825*
0,091
-0,069**
-0,139***
-0,155***
-0,218***
-0,199**
-0,409***
-0,469***
-0,802***
0,099
0,102
0,111
0,273
0,848
0,875
1,044
3,141*
0,153
0,162
0,225
2,122
0,102***
0,284***
0,076
1,355**
0,185
0,016
0,050
0,040
0,044
0,139
0,114
0,105
0,113
0,092
1,010
0,979
1,101
0,191
0,199
0,184
-0,040
-0,001
-0,021
-0,116
-0,004
-0,060
0,116
0,103
0,089
1,076
0,979
1,190
0,218
0,185
0,191
-0,077*
0,146**
-0,229*
0,385**
0,133
0,165
0,453***
0,586**
0,110
0,142
0,097***
0,284***
0,096
1,166
0,220
-0,069**
-0,012
0,027
-0,177
-0,201**
-0,033
0,075
-0,607
0,097
0,095
0,138
0,672
0,916
1,099
0,869
1,077
0,155
0,183
0,227
1,474
0,018
-0,005
0,029
-0,003
0,050
-0,014
0,080
-0,009
0,103
0,088
0,099
0,104
0,818
0,845
0,652**
0,786
0,160
0,141
0,117
0,162
0,065
0,177
0,162
0,995
0,265
13
Ile de France
0,049
0,134
0,116
0,644**
0,133
Est
0,050
0,138
0,112
0,736
0,148
Ouest
0,004
0,012
0,105
1,096
0,222
Sud-ouest
0,002
0,006
0,109
0,820
0,168
Centre-est
0,014
0,040
0,105
0,816
0,153
Méditerranée
-0,001
-0,003
0,130
1,279
0,307
DADS manquant
0,051
0,141
0,182
0,473**
0,158
Salaire
Réf : Q1
Q2
0,004
0,011
0,107
0,857
0,157
Q3
-0,026
-0,074
0,120
0,646**
0,134
Q4
-0,007
-0,019
0,124
0,533*** 0,120
Q5
-0,102**
-0,302**
0,140
0,485*** 0,127
Taux de chômage départemental
0,013
0,038
0,027
1,005
0,045
État de santé
ALD
0,069
0,189
0,119
1,831*** 0,340
Problème de santé
0,068**
chronique
0,186**
0,083
0,938
0,123
Mauvaise santé perçue
0,151***
0,403***
0,085
1,930*** 0,281
Limitations physiques
0,206***
0,540***
0,105
2,976*** 0,452
Conditions de travail Insatisfaction
0,038
0,104
0,111
1,111
0,196
Salaire inadéquat
0,053**
0,148**
0,066
0,680*** 0,077
Manque de reconnaissance 0,072***
0,200***
0,066
1,251*
0,147
Pas d’apprentissage
-0,077**
-0,226**
0,090
1,053
0,165
Manque de liberté
0,055*
0,151*
0,087
1,143
0,165
Travail sous pression
-0,011
-0,031
0,062
0,993
0,119
Insécurité
0,079**
0,215**
0,100
1,233
0,201
Pénibilités physiques
0,019***
0,054***
0,020
1,087**
0,036
présentes
Pénibilités physiques
0,007
0,019
0,024
1,096**
0,050
passées
_constante
0,017***
-1,299***
0,337
Pred. Pr
0,32
Prob>chi2 (test rho=0)
0,74
Prob>chibar2 (test alpha=0)
0,00
Log Likelihood
-2671,48
-4524,51
N
2.367
2.375
Nonzero obs
782
Note : * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01
Champ : Salariés du privé dont l’établissement employeur a renseigné le niveau de prise en charge au cours des
trois premiers jours d’absence pour maladie.
Source : PSCE 2009, calculs de l’auteur
Alors que ces résultats indiquent que les salariés sont inégalement pris en charge selon
le secteur et l’entreprise à laquelle ils appartiennent, cette prise en charge ne semble que
faiblement influencer leurs comportements d’absentéisme. Nos estimations font apparaître un
effet positif de faible ampleur de la prise en charge du délai de carence sur la probabilité de
sinistralité, mais qui n’est pas significatif (modèle 2). Ce résultat est robuste pour toutes les
spécifications envisagées ainsi que pour les estimations sur sous-groupes : ainsi,
contrairement à d’autres études, nous ne trouvons pas de différence significative de sensibilité
aux incitations financières entre hommes et femmes. Toutefois, l’effet est positif et significatif
sur l’échantillon des seuls salariés ayant au moins 5 ans d’ancienneté. A l’inverse, la prise en
charge du délai de carence semble avoir un effet négatif sur la durée des arrêts
maladies (modèle 3): les salariés couverts durant le délai de carence ont – toutes choses égales
par ailleurs – une espérance de durée d’arrêt inférieure de 18% à ceux des salariés non
14
couverts9. Ce coefficient est significatif au seuil de 10%. Le salaire apparait comme
globalement négativement corrélé à l’absentéisme, que ce soit en termes de probabilité ou
d’intensité. Une analyse par sous-échantillon montre que lorsque les salariés ne bénéficient
pas d’une couverture du délai de carence, l’effet du salaire est indéterminé. En revanche,
lorsqu’ils sont indemnisés en cas d’absence, le salaire a un effet négatif sur leur probabilité de
s’absenter. Ces résultats ne sont pas en adéquation avec les prédictions du modèle d’offre de
travail d’Allen (1981) pour lequel une indemnisation complète en cas d’absence devrait
conduire les salariés mieux payés à s’absenter davantage du fait de l’effet revenu.
L’observation d’un lien négatif entre salaire et absentéisme est cependant fréquent dans la
littérature empirique (Barmby et al., 1995, Winkelman, 1999, Ose, 2005). Il pourrait
s’interpréter par des anticipations de pénalités plus élevées chez les salariés les mieux payés
(ex : risque de moins bonnes perspectives de promotion) ou par l’effet des normes (ex : devoir
d’exemplarité des managers). Il n’est pas exclu que la corrélation observée soit due à un effet
de sélection (les salariés moins absents étant plus susceptibles d’accéder aux emplois les
mieux rémunérés), ou que les écarts de salaires révèlent des conditions de travail inobservées
(ex : davantage de facteurs de motivations intrinsèques au travail pour les salariés en haut de
l’échelle salariale). Il semble effectivement que la perception du travail et les motivations
intrinsèques soient déterminantes dans les comportements d’absentéisme des salariés : ainsi,
percevoir son salaire comme insuffisant accroît la probabilité d’avoir un arrêt maladie dans
l’année (mais en réduit la durée). De la même façon, le manque de reconnaissance, de liberté,
de sécurité de l’emploi, sont des facteurs d’absentéisme, au même titre que les pénibilités
physiques. Ces effets pourraient classiquement s’expliquer par l’impact des conditions de
travail sur l’état de santé. On peut toutefois aussi envisager un effet direct des conditions de
travail sur l’absentéisme : plusieurs travaux ont en effet établi que l’absence de réciprocité
(effort-reward imbalance) et l’injustice procédurale sont d’importants facteurs de troubles
psycho-sociaux qui se manifestent notamment par un recours accru à l’absentéisme (Head et
al., 2007, Godin, Kittel, 2004). Enfin, la satisfaction en emploi n’influence ni la probabilité, ni
l’intensité de la sinistralité. Ce résultat inattendu (cf. Steers, Rhodes, 1978) n’est pas inédit
(Brown, Sessions, 1996) et s’explique par la prise en compte des conditions de travail psychosociales dans l’estimation.
L’effet des caractéristiques individuelles et d’emploi confirme en grande partie les
résultats habituels de la littérature. La variété des dimensions capturées par les variables
explicatives nous permet toutefois d’apporter des éléments d’interprétation à ces effets
9
Les coefficients du modèle 3 sont exprimes en incidence rate ratios (IRR) qui s’interprètent comme des
coefficients multiplicateurs de l’espérance de la durée d’arrêt pour un changement marginal de la variable
explicative (ou pour un changement de 0 à 1 pour les dummies). Les coefficients présentés dans le tableau 2
sont ceux de l’équation de comptage, et s’interprètent conditionnellement à l’appartenance au régime n’ayant
pas d’excès de zéros, soit comme les estimateurs de la durée des arrêts des salariés ayant été susceptibles
d’avoir eu au moins un arrêt maladie dans l’année (ils n’incorporent donc pas les effets d’occurrence pour
lesquels on se réfère au modèle 2).
15
individuels souvent observées. Ainsi, les caractéristiques objectives de qualité du travail
jouent un rôle moins important sur l’absentéisme que les conditions de travail psychosociales. En effet, après contrôle du salaire et des conditions de travail psycho-sociales, seul le
fait d’occuper un emploi temporaire réduit substantiellement le recours et la durée des arrêts
maladie, ce qui semble confirmer l’effet « disciplinant » du risque de chômage. Le taux de
chômage départemental n’est quant à lui pas significatif, ce qui peut indiquer que les salariés
évaluent leur risque de chômage davantage en fonction de leur propre situation de travail que
du bassin d’emploi où ils vivent. Nous ne trouvons pas en revanche d’effet significatif de
l’ancienneté sur la probabilité d’absences, contrairement à une récente étude qui a mis en
évidence un recours plus élevé aux absences chez les salariés en CDI depuis plus d’un an
(Inan, 2013). Ce résultat pourrait indiquer qu’une faible ancienneté constitue souvent un
proxy d’une absence de couverture (les salariés ayant moins d’un an d’ancienneté ne
bénéficient pas de la loi de mensualisation, et ne perçoivent les indemnités de la sécurité
sociale que sous certaines conditions de cotisations préalables) et d’une insécurité de l’emploi,
dimensions qui sont capturées par notre modèle. Conformément à la littérature, nos résultats
suggèrent que les femmes ont une probabilité de s’absenter plus élevée que les hommes, et
des durées d’arrêts plus longues. D’après nos résultats, il est peu probable que cet écart entre
hommes et femmes s’explique par les contraintes familiales : la situation du ménage n’est pas
significativement associée au risque d’absentéisme. Certes, la conciliation entre vie familiale
et professionnelle et une moindre intensité du travail peut être à même de réduire
l’absentéisme, comme l’indique la probabilité plus élevée d’arrêts maladie chez les salariés à
temps plein par rapport aux salariés en temps partiel. Mais à caractéristiques données, les
salarié(e)s ayant des charges familiales ne prennent pas davantage d’arrêts maladie que les
célibataires ou les couples. Ainsi les différences entre hommes et femmes s’atténuent mais
subsistent après le contrôle des caractéristiques d’emploi, de la configuration familiale, ainsi
que des variables de santé perçue. Elles pourraient donc aussi s’expliquer par des écarts de
santé inobservés (ex : arrêts maladie dus à la maternité, qui ne peuvent pas être identifiés dans
nos données) et de comportements de prévention et de consommation de soins entre hommes
et femmes (les femmes étant effectivement plus nombreuses à recourir à la prévention et à
consulter des médecins généralistes et spécialistes, cf. Montaut, 2010). Ces résultats ne nous
permettent toutefois pas de trancher sur une hétérogénéité des préférences pour le loisir. Il en
est de même pour les différences d’absentéisme selon l’âge : alors que les salariés plus âgés
sont plus susceptibles d’avoir des arrêts longs (mais d’après nos résultats de façon
significative seulement au-delà de 60 ans) (comme cela a été mis en avant par Lê, Raynaud,
2007, Missègue, 2007, Ben Halima, Regaert, 2013), nos résultats montrent que la probabilité
d’avoir un arrêt est significativement plus faible à mesure que l’âge augmente : toutes les
catégories de plus de 30 ans, y compris les seniors, sont moins susceptibles d’avoir un arrêt
maladie dans l’année que leurs collègues plus jeunes.
16
5. Discussion
Cet article s’est attaché à évaluer l’efficacité et l’équité du délai de carence comme
incitation financière de régulation de l’absentéisme pour raison de santé des salariés. Grâce à
des données d’enquête recueillant à la fois le niveau de couverture auprès des employeurs
(niveau établissement) et les comportements des salariés, enrichies de données administratives
sur les établissements (DADS) et de nombreuses variables sur les caractéristiques
sociodémographiques et les conditions d’emploi des salariés, nous avons pu pour la première
fois évaluer l’impact de la générosité de l’indemnisation des arrêts maladie sur les
comportements des salariés. L’effet de l’indemnisation au cours du délai de carence s’avère
être positif mais non significatif sur la probabilité de sinistralité, mais négatif sur son
intensité. Ces résultats indiquent que l’aléa moral concernant l’absentéisme pour raisons de
santé est relativement faible. Ainsi, le choix des employeurs du secteur privé de couvrir leurs
salariés au-delà de leurs obligations légales relève bien d’une décision rationnelle : la
souscription d’une assurance de prévoyance complémentaire du délai de carence permet de
limiter les coûts liés au présentéisme, sans pour autant accroître leur niveau de risque, même
lorsque cette prise en charge atteint 100% du salaire. Théoriquement, dans la mesure où la
couverture du délai de carence par les employeurs n’est pas systématique, un bon niveau de
couverture pourrait favoriser l’attraction d’un certain type de risques (anti-sélection). Cet effet
est maîtrisé par notre stratégie d’estimation, et le lien observé entre le niveau de couverture et
l’absentéisme ne peut donc pas être attribué à des effets de sélection. On pourrait également
envisager une causalité inverse entre le niveau de couverture et le niveau de risque si les
entreprises les plus à risque avaient tendance à mieux couvrir leurs salariés. Les résultats de
l’estimation d’offre indiquent que cela est peu probable : les principaux déterminants de la
prise en charge du salaire au cours du délai de carence (grande taille, secteurs à haute valeur
ajoutée, niveaux de rémunérations élevés) suggèrent que la prévoyance constitue davantage
un supplément de rémunération qu’une forme de compensation de conditions de travail
difficiles. Enfin, étant donné la distribution de cette couverture, il est probable au contraire
que le délai de carence soit plutôt mieux pris en charge pour les salariés en meilleure santé.
Ce possible effet de sélection - qui pourrait conduire à surestimer l’effet de la couverture sur
l’absentéisme - est neutralisé par notre estimation qui contrôle de l’état de santé des salariés et
permet d’isoler l’effet propre de la couverture sur la sinistralité.
Pour le législateur, le délai de carence ne semble pas constituer une voie de régulation
efficace des arrêts maladie. En effet, alors que le délai de carence vise à réguler les arrêts
courts et peut contribuer à réduire la probabilité de survenue des arrêts, il impacte
défavorablement l’intensité de la sinistralité et contribue à en accroître la durée cumulée.
Nous pouvons avancer deux hypothèses pour expliquer ce phénomène. La première est celle
d’un « effet de présentéisme » du fait d’une incitation pour les salariés malades non couverts à
ne pas s’absenter dans un premier temps mais conduisant in fine les arrêts maladie à être plus
17
longs suite à une dégradation de leur état de santé. La seconde hypothèse est celle d’un
« effet d’aléa moral de second ordre » dans la mesure où les salariés non couverts peuvent
avoir une préférence pour des arrêts longs partiellement indemnisés à des arrêts courts non
indemnisés (les salariés cherchant en quelque sorte à « rentabiliser » leurs arrêts courts en
s’absentant plus longtemps). Nos résultats sont plutôt en faveur de la seconde hypothèse, car
un présentéisme accru des salariés non couverts devrait se manifester par un effet positif de la
prise en charge sur la probabilité de sinistralité, or cet effet n’est pas significatif. Toutefois, la
non-significativité de l’effet peut être due à un manque de puissance statistique. Celle-ci
pourrait s’expliquer d’une part par la taille de l’échantillon, et d’autre part par la nature de la
variable dépendante. En effet, la mesure de l’absentéisme dont nous disposons ne permet pas
de distinguer les arrêts maladie selon leur fréquence et leur durée. Nous avons mesuré l’effet
de la couverture sur la probabilité de sinistralité (avoir au moins un arrêt dans l’année) et
l’intensité de la sinistralité (durée cumulée des arrêts dans l’année). On pourrait toutefois faire
l’hypothèse que l’effet de l’assurance puisse être déterminant pour des arrêts récurrents. La
première variable de sinistralité ne permet de capter un effet incitatif qu’à partir du premier
arrêt ; si l’incitation ne fait effet qu’à partir d’un certain nombre d’arrêts, l’effet incitatif est
sous-estimé. Les arrêts récurrents sont introduits dans la seconde variable de sinistralité. Des
durées cumulées longues peuvent toutefois aussi bien comporter des arrêts courts et fréquents
que des arrêts rares et longs, ces derniers étant moins susceptibles d’être affectés par le délai
de carence. Ici encore, nos résultats peuvent donc sous-estimer l’effet du délai de carence sur
l’occurrence des arrêts. Par conséquent, il nous semble que l’hypothèse de présentéisme ne
peut pas être fermement écartée.
En tout état de cause, nos résultats montrent que le délai de carence ne constitue pas en
soi un instrument incitatif efficace, car les salariés non couverts ont une sinistralité globale
plus élevée que les salariés couverts. La possibilité laissée aux employeurs d’indemniser les
salariés au cours du délai de carence permet d’atténuer les effets indirects indésirables de ce
type d’incitation financière. Néanmoins, les inégalités de couverture entre salariés se
cumulent avec des inégalités de conditions de travail. Ce dualisme particulier est accentué par
la place de la prévoyance facultative dans la gestion de ce risque. Ainsi, les salariés des petites
entreprises et des secteurs à faible valeur ajoutée de l’industrie et des services sont moins
susceptibles d’être indemnisés en cas d’arrêt maladie, et la négociation collective ne s’avère
pas suffisante pour compenser les inégalités sectorielles.
Il existe cependant des marges de manœuvre importantes de réduction de
l’absentéisme par les conditions de travail. Ces leviers passent en premier lieu, et de façon
assez évidente, par des efforts pour réduire et compenser les pénibilités physiques. Les
possibilités d’aménagement du temps de travail constituent une autre stratégie à privilégier
dans un souci de réduire l’absentéisme dû à des difficultés de conciliation entre vie privée et
professionnelle ou à une inadéquation entre les capacités et aspirations individuelles et
l’intensité du travail. Enfin, un levier majeur de réduction de l’absentéisme réside dans la
18
promotion de la réciprocité et de la justice dans la gestion de la main d’œuvre. Une juste
rétribution du travail, en termes de salaire, mais également en termes de récompenses
intrinsèques (telles que la reconnaissance), semble pouvoir substantiellement réduire
l’absentéisme pour raison de santé des salariés.
Ces résultats inédits sur les effets de l’indemnisation des arrêts maladie sur les
comportements des salariés en France, comportent évidemment certaines limites. Ainsi,
l’échantillon de l’enquête PSCE 2009 est relativement restreint, ce qui limite les possibilités
d’analyses plus approfondies (notamment sur sous-groupes). De plus, l’analyse des relations
causales gagnerait à être complétée par une stratégie d’analyse sur données de panel afin de
pouvoir contrôler de l’hétérogénéité inobservée. En l’absence de données longitudinales sur le
niveau d’indemnisation d’un plus grand échantillon de salariés en France, nous envisageons
d’évaluer les effets assurantiels de la prise en charge des arrêts maladie en analysant l’effet
des modifications législatives intervenues suites à l’accord national interprofessionnel de
2008 dans un cadre d’expérience naturelle à partir de données administratives sur les
versements de prestations en espèces.
19
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22
7. Annexes
Tableau 3. Description de l’échantillon des établissements (N=1.387)
Prise en charge du délai de carence
Répartition selon la taille
(%)
Répartition selon le secteur d’activité
(%)
Prise en charge totale
Prise en charge partielle
Différente selon les catégories
Aucune prise en charge
0 à 9 salariés (Є à une grande entreprise)
0 à 9 salariés (Є à une petite entreprise)
10 à 49 salariés
50 à 249 salariés
Plus de 250 salariés
Construction
Industrie
Commerce
Finance, info-com, immobilier
Activités spécialisées
Administration publique, enseignement,
santé, action sociale
Autres activités de service
Proportion de femmes
Proportion de CDI
Proportion de moins de 33 ans
Proportion de 33 à 42 ans
Proportion de 43 à 52 ans
Proportion de 53 ans et plus
Proportion d’ouvriers
Proportion de cadres
Proportion de prof. intermédiaires
Proportion d’employés
Proportion de chefs
Q1
Q2
Q3
Q4
Q5
Bassin parisien
Nord
Ile de France
Est
Ouest
Sud-ouest
Centre-est
Méditerranée
54,6
1,9
5,0
38,5
3,1
51,0
24,2
16,5
4,3
17,2
22,7
22,5
7,6
11,4
10,7
7,8
39,6
77,8
32,3
24,0
22,6
13,8
33,7
9,5
21,5
26,7
1,2
Salaire net moyen
4.887
9.057
(moyenne par quintile)
12.801
16.916
25.740
Répartition par région
16,6
(%)
5,7
14,5
10,0
13,9
12,5
15,1
11,7
DADS manquant (nombre)
100
Note : données non pondérées portant sur l’échantillon des établissements ayant renseigné le niveau de
prise en charge des trois premiers jours d’absence de leurs salariés.
Source: PSCE 2009
Composition de la main d’œuvre
(moyennes)
23
Tableau 4. Description de l’échantillon des salariés (N=2.367)
Part de salariés dont l’employeur couvre le délai de carence (%)
59,1
Age (médiane)
42
Part de femmes (%)
43
Salaire net (médiane)
17.510
Ancienneté (médiane)
8
Part de temps plein (%)
75,4
Répartition selon la situation du ménage (%) Célibataires seuls
12,7
Couples
18,0
Célibataires+ enfants/autres
14,8
Couples + enfants/autres
54,5
Répartition selon le contrat (%)
CDI
83,2
CDD
6,4
Apprentissage
3,7
Répartition selon la CSP (%)
Ouvriers
33,9
Employés
23,7
Professions intermédiaires
25,3
Cadres
11,7
Chefs d’entreprise
0,5
Répartition selon le niveau de diplôme (%)
VI. Élémentaire
15,9
V. BEP, CAP
31,6
IV. BAC
17,2
III. Bac +2
16,8
II et I: Supérieur
18,3
Répartition par région de résidence (%)
Bassin parisien
16,9
Nord
5,4
Ile de France
12,6
Est
11,6
Ouest
14,7
Sud-ouest
12,3
Centre-est
14,4
Méditerranée
7,5
DADS manquant
4,6
Proportion de salariés en mauvaise santé (%) ALD
7,3
Problème de santé chronique
18,3
Mauvaise santé perçue
15,2
Limitations physiques
9,2
Proportion de salariés avec de mauvaises
Insatisfaction
8,6
conditions de travail (%)
Salaire inadéquat
38,7
Manque de reconnaissance
37,6
Pas d’apprentissage
15,0
Manque de liberté
13,0
Travail sous pression
39,0
Insécurité
9,2
Exposition aux risques professionnels
Pénibilités physiques présentes
1,7
(moyenne du nb sur 8 risques possibles)
Pénibilités physiques passées
0,7
Note : données non pondérées portant sur l’échantillon des salariés travaillant dans des établissements
ayant renseigné le niveau de prise en charge des trois premiers jours d’absence.
Source: PSCE 2009
24
Tableau 5. Distribution des arrêts maladie
Salariés ayant eu au moins un arrêt maladie au
cours des 12 derniers mois (%)
33,0
Durée cumulée des arrêts maladie
Min
1
pris
Max
365
Moyenne
33,8
P25
4
Médiane
8
P75
30
P90
90
Champs : salariés de l’échantillon d’analyse (N=2.367)
Source: PSCE 2009
25